銀行股權關聯對企業創新投入的影響研究

張征華 蘭仙平

【摘 要】 以中國A股制造業上市公司為樣本，研究銀行股權關聯與企業創新投入的關系，并根據雙元創新理論將創新投入進一步細分為探索式創新投入和開發式創新投入，檢驗銀行股權關聯對二者的影響是否不同。實證結果表明：銀行股權關聯與企業創新投入呈顯著正相關;較之開發式創新投入，銀行股權關聯對企業探索式創新投入具有更顯著的促進作用;相對于國有企業，非國有企業的銀行股權關聯對創新投入和探索式創新投入的促進作用更強。

【關鍵詞】 銀行股權關聯; 所有權性質; 探索式創新投入; 開發式創新投入

【中圖分類號】 F832.2 ?【文獻標識碼】 A ?【文章編號】 1004-5937（2019）13-0082-05

一、引言

目前，中國經濟正處于從“要素驅動型”向“創新驅動型”的轉型時代，國家越來越重視創新。創新有助于提升企業發展質量，從長期看，創新將成為引領企業發展的第一動力。已有研究表明，融資約束、企業規模、所有權性質等因素都會影響企業的創新投入。由于創新項目通常耗資大、歷時長且退出成本高，企業內部自有資金一般很難滿足其投資的需求，再加上外部資金較難獲取，企業創新投入面臨嚴重的負債融資約束。銀行貸款是企業最主要的外部融資來源[1]，部分研究發現，企業聘請擁有銀行從業經歷的高管，可以緩解企業的負債融資約束[2]，顯著增加企業的銀行借款總量和長期借款[3]。那么相對于這種隱性的人事關聯，企業參股銀行，與銀行建立直接顯性的股權關聯能否緩解創新投入面臨的嚴重負債融資約束，促進企業創新發展呢？若能促進，建立銀行股權關聯對企業探索式創新投入和開發式創新投入的影響是否有差異呢？

本文擬選取中國A股制造業上市公司作為研究樣本，討論銀行股權關聯對企業創新投入的影響以及不同所有權性質下存在的差異。本文的主要貢獻有：（1）檢驗銀行股權關聯能否促進企業創新投入，并進一步將創新投入區分為探索式創新投入和開發式創新投入，檢驗銀行股權關聯對二者的影響是否有差異。（2）對不同所有權性質的企業進行區分，討論不同情況下，銀行股權關聯對企業創新投入影響的差異，為企業制定決策提供有針對性的建議。

二、理論分析與研究假設

（一）銀行股權關聯對企業創新投入的影響分析

企業進行創新項目投資一般需要巨大的資金支持，但創新項目具有的高風險、收益不確定性、逆向選擇、道德風險等問題又使其難以得到外部資金的充分支持[4]，企業創新投入面臨嚴重的負債融資約束。而基于關系型貸款理論，企業通過參股銀行建立銀行關聯能有效降低企業的融資約束[5]，同時可以降低銀行與企業的交易成本，于銀企雙方而言是雙贏的。一方面，企業建立銀行股權關聯可以通過契約或組織安排促進企業和銀行間的信息共享，降低企業在貸款過程中的信貸成本與銀行利率，也便于銀行獲取企業信譽、貸款項目運行情況等不易量化和傳遞的“軟信息”來減少銀行在放貸對象選擇上的篩選成本[6];另一方面，企業與銀行建立股權關聯作為一種隱性擔保機制，也會向外界傳遞經營與融資能力的積極信號，便于其他方式融資，從而減少信息不對稱并進一步緩解企業融資約束[5]。陳運森等（2015）的研究也表明企業建立銀行股權關聯關系在降低企業融資約束的同時，能夠緩解由融資約束而產生的投資不足行為。因此，本文提出假設1。

H1：在其他條件不變的情況下，銀行股權關聯與企業創新投入正相關。

（二）銀行股權關聯對探索式創新投入和開發式創新投入影響的差異分析

根據雙元創新理論，創新活動可區分為探索式創新和開發式創新。開發式創新是借助已有的知識和技術，滿足現有市場目標的同時發掘現有市場的新需求[7]，能有效降低新產品研發和推廣風險，具有可預測性、回報周期較短、投資風險較低的特點。而探索式創新則是脫離原有的技術軌跡，利用新知識和新技術，引導新興市場[8]，能有效提升企業的未來績效，但與開發式創新相比具有不可預測性、回報周期長、投資風險高的特點。因此，相對于開發式創新，探索式創新的不確定性與高風險必然會導致其面臨更大的融資約束，且其投資回報周期長，更需要資金的長期支持。而企業與銀行建立關聯能夠有效增加企業的銀行借款總量，尤其是長期借款數量[3]，這將有利于給予需要長期投入的探索式創新投資更多資金支持。因此，本文提出假設2。

H2：相對于開發式創新投入，銀行股權關聯對企業探索式創新投入的影響更顯著。

（三）所有權性質對銀行股權關聯影響企業創新投入的差異分析

余明桂等（2010）和Allen et al.[1]通過研究發現，中國的銀行將信貸資源更多地給予了國有企業而非盈利能力更好的非國有企業。與國有企業相比，非國有企業往往規模較小、累積的內部資金也較少，在申請銀行貸款時，可用于擔保的資產數量少，加上普遍的信貸歧視，較難獲得銀行貸款，尤其是長期貸款。此外，國有企業由國家控股，兩權分離導致委托代理矛盾突出，企業管理者對創新投資，尤其是對高風險的探索式創新投資積極性不高[9]。非國有企業產權比較明晰，委托代理矛盾相對緩和，管理層會更加關注企業的長期利益，積極地進行創新投資。如果企業建立銀行股權關聯能夠緩解融資約束，進而影響企業的創新投入，那么，這種影響將主要體現在非國有企業中。因此，本文提出假設3。

H3：相對于國有企業，非國有企業的銀行股權關聯對創新投入和探索式創新投入的影響更大。

三、研究設計

（一）變量選取

本文以研發活動的投入總額來衡量企業創新投入，同時借鑒畢曉方等[9]的研究思路，以企業研發活動的費用化支出表示探索式創新投入，資本化支出表示開發式創新投入，并將各支出數量與總資產相除以消除規模效應。參考陳棟等[10-11]判斷企業是否建立銀行股權關聯的標準，當某企業持有銀行的股份達2%以上且是該銀行前十大股東時表示建立了銀行股權關聯，否則表示未建立銀行股權關聯。具體變量的定義見表1。

（二）模型設計

企業是否建立銀行股權關聯可能與企業特征之間存在內生性問題[5，10，12]。因此，本文使用Heckman兩階段模型來克服樣本自選擇和內生性問題。借鑒劉星[5]的模型設計，在一階段回歸中建立模型1，并依據預測結果估算企業參股與不參股二者之間的逆米爾斯系數（Imr）;然后將其加入二階段回歸模型中。

Beci，t=α0+α1Statei，t+α2Tobinqi，t+α3Sizei，t+α4Levi，t+

α5Roai，t+α6Growthi，t+α7Cashi，t+∑Yeari，t+∑Indi，t+ε（1）

其中，Bec為企業是否建立銀行股權關聯的虛擬變量;State、Tobinq、Size、Lev、Roa、Growth、Cash依次為企業所有權性質、企業價值、企業規模、資產負債率、盈利能力、成長能力、經營現金流。

為檢驗H1，本文建立模型2。

R&Di，t=β0+β1Beci，t+β2Statei，t+β3Tobinqi，t+β4AMi，t+

β5Sizei，t+β6Growthi，t+β7Cashi，t+β8Imri，t+∑Yeari，t+

∑Indi，t+ε ? ? ?（2）

其中，因變量為創新投入（R&D），關鍵自變量為銀行股權關聯（Bec），控制變量包括所有權性質、企業價值、資產期限結構、企業規模、成長能力和經營現金流。如果模型2中Bec的系數值顯著大于0，則說明銀行股權關聯與企業創新投入正相關。

為檢驗H2，在模型2的基礎上，將R&D以探索式創新投入R表示，構建模型2-a;將R&D以開發式創新投入D表示，構建模型2-b。如果模型2-a中Bec的回歸系數大于0，且顯著大于模型2-b中Bec的系數值，說明較之開發式創新投入，銀行股權關聯對企業探索式創新投入的影響更顯著。

為檢驗H3，本文在模型2和模型2-a的基礎上，將總樣本按所有權性質分為國有企業和非國有企業兩個分樣本，檢驗銀行股權關聯對企業創新投入和探索式創新投入影響的差異。

（三）數據來源

制造業公司數量較多，對研發信息的披露較充分，選取滬深上市的A股制造業公司2013—2016年的數據為初始樣本，并在此基礎上剔除創業板上市公司、2012年12月31日之后上市的公司、ST和*ST上市公司、資產負債率大于1的上市公司、產權性質發生過變化的上市公司。考慮到重大資產重組、收購等活動對公司創新投資的影響，同時剔除在2013—2016年發生過重大資產重組、兼并和收購的上市公司。最后剔除數據缺失的樣本，并對樣本的連續型變量按1%進行Winsorize處理，最終得到2 711個有效觀測值。本文變量的數據均來自于Wind數據庫或國泰安數據庫。

四、實證結果與分析

（一）變量描述性統計分析

表2顯示了主要變量的描述性統計結果。從R&D的均值0.021可以看出，樣本企業整體創新投入強度不高。R和D的均值分別為0.019、0.002，說明樣本企業探索式創新的投資較大，需要的資金也更多。建立了銀行股權關聯的樣本企業占總樣本的比例為7.9%。Lev的最小值為0.065，最大值達0.873，說明企業在負債水平方面有較大差異，這可能是信貸約束造成的，因此研究企業銀行股權關聯具有一定的現實意義。

為了更直觀地考察所有權性質的差異影響，按所有權性質對總樣本進行分組。R&D的組間差異檢驗結果顯示，非國有企業和國有企業的投資水平差異在1%的置信水平上具有顯著性。從R的組間差異檢驗結果來看，非國有企業的探索式創新投資水平顯著高于國有企業，所以對總樣本按所有權性質進行分類研究是有意義的。見表3。

（二）銀行股權關聯對創新投入的影響及其差異的檢驗

本文先進行一階段的Probit回歸，再將一階段回歸所得的逆米爾斯系數（Imr）代入二階段回歸模型，得出銀行股權關聯對創新投入的影響及其差異結果。

表4顯示了克服樣本自選擇和內生性問題的Heckman兩階段檢驗結果。一階段的回歸結果表明，企業所有權性質、企業價值、資產負債率和經營現金流均會影響企業是否建立銀行股權關聯。在二階段回歸中，模型2的檢驗結果顯示，Bec的回歸系數為1.242（t=2.16）且在5%的置信水平上具有顯著性，說明企業建立銀行股權關聯與創新投入具有顯著正相關關系，H1得證。從模型2-a和模型2-b的回歸結果可以看出，模型2-a中Bec的回歸系數為1.163（t=2.05）且在5%的置信水平上顯著，模型2-b中Bec的回歸系數為0.052（t=0.15）但未通過顯著性檢驗。模型（2-a）中Bec的回歸系數大于0，且顯著大于模型2-b中Bec的系數值，說明較之開發式創新投入，銀行股權關聯對企業探索式創新投入的影響更顯著，回歸結果支持H2。

（三）所有權性質對銀行股權關聯影響企業創新投入的差異檢驗

為檢驗不同所有權性質的企業建立銀行股權關聯對創新投入的影響是否有差異，本文將總樣本按所有權性質分組，并用模型2和模型2-a進行回歸。見表5。

模型2的分組檢驗結果顯示，非國有樣本組Bec的系數為2.506（t=1.87），高于國有樣本組的1.133（t=1.7），且系數均在10%的置信水平上顯著。這說明建立銀行股權關聯對非國有企業創新投入的影響大于國有企業。模型（2-a）的分組檢驗結果顯示，非國有樣本組中Bce的系數為2.267（t=2.01）且在5%的置信水平上顯著，國有樣本組中Bce的系數為1.375（t=1.94），只達到10%的顯著性水平，非國有樣本組中Bce的系數明顯大于國有樣本組的。這說明銀行股權關聯對不同產權性質的企業探索式創新投入的影響存在差異，相對于國有企業，非國有企業的銀行股權關聯對促進探索式創新投入的作用更強，回歸結果支持H3。

（四）穩健性檢驗

本文在進行實證檢驗時已使用Heckman兩步法來克服樣本自選擇和內生性問題，實證結果較好地驗證了研究假設，可靠性較高。為進一步增強結論的可靠性，本文用凈資產收益率替換總資產報酬率來衡量企業的盈利能力，用凈利潤增長率替換營業收入增長率來衡量企業的成長能力，分別進行全樣本與分組檢驗。以上穩健性檢驗結果與前文研究結論未發生實質性改變，故本文的研究結論較為可靠（限于篇幅，上述結果未予列示）。

五、研究結論與啟示

本文以中國A股制造業上市公司為研究樣本，檢驗了銀行股權關聯是否會影響企業的創新投入。結果表明：銀行股權關聯與企業創新投入呈顯著正相關;較之開發式創新投入，銀行股權關聯對企業探索式創新投入具有更顯著的促進作用;相對于國有企業，非國有企業的銀行股權關聯對創新投入和探索式創新投入的促進作用更強。通過上述研究，得到如下啟示：（1）國家部門及金融機構應該鼓勵銀行吸收企業資本，同時積極引導有條件的企業參股銀行，以促進產融結合，推動金融市場和實體經濟健康發展。（2）企業自身可以尋找機會建立銀行股權關聯，以此來降低融資約束，進一步緩解由融資約束而產生的創新投資不足等情況。（3）非國有企業應該更加積極、大膽、合理地與銀行建立股權關聯，以減輕信貸歧視，緩解融資約束，進而促進自身的創新投入，推動創新發展。

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